态度、动机与自我效能感对大学生体育参与的影响研究

滕忠红

（安徽工程大学 体育学院，安徽 芜湖 241000）

体育参与关系大学生的身心和谐发展，提高大学生的体育参与水平是实施素质教育和培养全面发展人才的必要条件和重要途径，更关系到国家民族的兴衰和未来.党和政府高度重视大学生的健康成长和高校体育工作，然而权威调研显示，我国大学生的体质健康状况令人担忧、体育参与明显不足.

越来越多的研究者开始关注体育参与活动的决定因素.体育参与态度因素间接预测了体育参与活动[1]，Davison[2]等的研究表明满意度与体育参与有显著的正相关关系；Isoahola[1]等的研究发现无聊与体育参与的动机、态度和满意度之间存在负相关关系；而潘志贤[3]等的研究则发现男生对体育活动的态度明显好于女生，男生参与体育活动频度明显高于女生，说明大学生的体育参与态度和体育参与行为之间并不存在一致性.体育参与动机也被认为是预测身体活动参与相关体育行为的最重要的因素[4].Alexandris[5]等提出了约束——动机——行为的关系模型，认为体育参与的内在动机与体育参与行为之间具有很强的正向关系，这一研究结论为众多的研究所证明；但孙晓强[6]的研究则发现，内在动机与体育参与行为之间并没有显著的关系.自我效能感是指个体对自己的能力的感觉与判断，认为自己有能力管理行为过程并达到预期的目的.自我效能感对女大学生余暇体育的正向影响显著[7].Hagger等的研究结果表明，自我效能感和体育活动参与之间存在温和的相关性.Armitage[8]等的研究认为，自我效能感是体育参与行为的重要预测因素；Brawley[9]等的研究发现自我效能能够解释个体体育参与活动3%～25%的差异；Dzewaltowski[10]的研究发现，体育参与行为与体育参与态度和自我效能感之间的相关系数分别为0.18和0.34，体育参与态度和自我效能感对体育参与行为产生了积极影响.

从已有的研究来看，对青少年体育参与的研究较多地关注单一变量、两个变量之间的关系或人口统计学相关变量与体育参与行为的相关性.基于Ajzen[11]提出的计划行为理论和Bandura[12]提出的自我效能感理论，探讨大学生的体育参与态度、动机、自我效能感与体育参与频次和强度之间的关系.研究有助于从实证角度检验多维的心理因素对大学生体育参与行为的影响.

1 研究方法

1.1 调查对象

采用随机分层抽样方法，在安徽省的10所本科院校随机选取1 200名本科生为调查对象，剔除部分无效样本，最终有效样本数为1 056.男女生比例分别为52.46%和47.54%，各年级学生的比例分别为23.86%（大一）、24.44%（大二）、25.28%（大三）及26.42%（大四）.样本的平均年龄为21.28岁（范围为18～25岁）.由于调查的时间为12月底，为保证不同年级大学生统计口径的一致性和避免季节性变化产生的干扰，对体育参与行为的统计时间统一为10～12月.问卷调查结束后，再次随机抽取了50名大学生进行了再测，两次测量的信度为R=0.93，P＜0.01，说明调查结果既有高度的稳定性和一致性.调查问卷的主要问题包括大学生的个人背景信息、体育参与态度量表、体育参与动机量表、体育参与自我效能感量表以及体育参与活动量表.

1.2 研究量表

（1）体育参与态度量表.研究对体育参与态度量表使用Ragheb和Beard1982年提出的态度量表进行操作[13]，将其翻译成中文，并进行必要的本土化修正，作为评价体育参与态度的测量工具.该量表包括认知和情感两个维度的态度变量共12个问题.包括：如果我经常参与体育活动“将有助于保持我的体形”以及“将使我变得快乐”等问题，受访者要求从每个问题的5级Likert量表评分中进行选择，取值从“完全不同意（1）”到“完全同意（5）”.相关研究证明了该量表的有效性[14].对该量表的信度效度检验结果显示，其与原英文量表相关系数达0.82，克隆巴赫系数Cronbach’s α=0.93，说明修正后的量表信度效度良好.

（2）体育参与动机量表.测量体育参与动机的量表采用Pelletier等在1995年发展的SMS（Sports Motivation Scale）量表[15].该量表原始问题包括28个，包括测量内在动机的问题选项有12个（包括获取知识、体验快乐、技能发展、完成任务等），用于测量外在动机的问题选项有12项（外在调节、内投和同一化），用于测量无激励动机的问题选项4个.研究在查阅相关中文文献的基础上对其进行了修正，最终的量表也为5级Likert评分量表，包括10个选项.对该量表的信度效度检验结果表明，其与原英文量表相关系数为0.75，克隆巴赫系数Cronbach’s α=0.88，说明修正后的量表具有良好的信度效度.

（3）体育参与自我效能感量表.自我效能感量表采用Motl[16]等提出的量表，并对其进行了适当的本土化改造，具体包括10个问题用来衡量大学生体育参与的自我效能感，其中6个问题用来衡量自我效能的内部方面，4个问题用来侧重于描绘自我效能的外部方面情况.Motl等人提出的量表在不同国家以不同方式使用过，被证明具有较好的效度和信度.5项Likert量表的项目范围为1（非常不自信）到5（很有信心），被访问者被要求从中选择一个最符合自己情况的答案.对该量表的信度效度检验结果表明，其与原英文量表的相关系数为0.72，克隆巴赫系数Cronbach’sα=0.86，说明修正后的量表具有良好的信度效度.

（4）体育参与活动量表.在本研究中，体育参与活动被定义为参与某些体育活动的频率以及体育活动参与的程度.参加体育活动的频率是在过去三个月内受访者平均每周参与体育活动的次数.体育活动参与的程度通过修改和减少由Ragheb[4]等开发的体育参与量表来衡量，总共包括10个选项来评估体育参与的程度.这些选项包括“我经常参与体育锻炼活动”“我将购买体育运动的商品和设备作为我的支出计划”等，被访者被要求对每个选项进行5级Likert量评分.对该量表的信度效度检验结果表明，其与原英文量表相关系数为0.74，克隆巴赫系数Cronbach’s α=0.85，说明修正后的量表具有良好的信度效度，能够满足研究需要.

2 研究结果

2.1 数据统计与处理

所有数据通过STATA14.0软件进行处理.首先利用多变量分析来检验研究变量之间的可能关系，通过Pearson相关统计量分析因变量和自变量之间的相互关系；然后通过多元回归分析体育参与态度、体育参与动机和体育参与自我效能感对体育参与频次和程度的影响.

2.2 描述性统计

描述性统计的结果由表1所示.由表1可知，样本大学生的体育参与频次平均每周为1.26次，样本大学生体育参与的频次差异较大，最多的每周参与体育活动7次，最小的为0次；从体育参与程度来看，样本大学生的体育参与处于中等水平，但个体之间的差异也较大，最大的得分为50，最小的得分为10；样本大学生的体育参与态度较好，均值为42.78；样本大学生的体育参与动机处于中等水平，其均值接近中位数；但样本大学生体育参与的自我效能感得分整体较低，均值为23.16，小于中位数.

表1 描述性统计

2.3 统计分析结果

首先通过Pearson相关分析样本大学生的体育参与态度、动机、自我效能感、体育参与频率和体育参与程度之间的关系，Pearson双侧相关系数如表2所示.由表2可知，体育参与态度、动机、自我效能感对体育参与频率和体育参与程度均具有显著的正向相关关系，相关系数的值位于0.221～0.713之间，且p＜0.1.其中，自我效能感与锻炼频率正相关最密切，体育活动休闲态度与参与休闲体力活动频率之间的相关性被认为是最低的，而体育活动的参与动机与体育活动的参与程度之间的相关性最高.

表2 Pearson双侧相关系数

然后通过多元回归分析，确定每个独立变量（体育参与态度、动机和身体活动的自我效能）对因变量（体育活动参与的频率和程度）的影响.动机、自我效能感、态度对体育参与频次的影响如表3所示.由表3可知，体育参与的自我效能和动机被认为是体育参与频率的重要预测因素.体育参与的动机和自我效能感共同解释了15.04%（Adj.R2=0.1504）的体育参与频次差异.从系数来看，体育参与的动机是体育参与频次最重要的影响因素，系数为0.278，且在1%的水平上显著.体育参与的态度对体育参与的频次影响不显著，说明大学生体育参与行为存在“言行不一”的现象，部分大学生良好的体育参与态度并没有被激活为体育参与行为，态度并不是具体行为的良好预测因素.Mori[17]也指出，态度与行为之间的联系往往很弱，由于外部条件限制或态度本身是从众的，导致个人往往不采取与态度一致的行动.

表3 动机、自我效能感、态度对体育参与频次的影响

动机、自我效能感、态度对体育参与程度的影响如表4所示.由表4可知，体育参与态度、自我效能和身体活动动机显著地解释了体育活动参与程度的差异34.27%（Adj.R2=0.3427）.回归系数表明，体育参与的自我效能感对模型的体育参与程度的影响最大，系数为0.921.Bandura[18]认为，自我效能应该反映出一个人在面对突出的障碍和促进条件时对他/她执行某种行为的信心的评价.据Bandura介绍，如果某人具备了必要的体育参与技能和充足的体育参与动力，那么他或她的表现的主要决定因素是自我效能.本科生对自身活动的自我效能的较高信念影响了他/她参与体育活动，这个结果得到其他相关研究的支持，例如，Feltz[19]的研究就发现自我效能是成为长期锻炼和维持实践的主要动力之一.次要的贡献来自体育参与的动机，系数为0.421，说明体育活动的动机也是对大学本科生参加体育活动频率和程度产生重要影响的因素.

表4 动机、自我效能感、态度对体育参与程度的影响

3 结论与对策

研究结果表明，对体育参与较高的自我效能感和动机可能会增加本科生的参与体育活动的频率和程度.换句话说，他们对身体活动的自我效能的信念越高，参与体育活动就越频繁，即在相关活动中通过强化体育参与的自我效能来促进体育参与行为会更加有效.同样，对体育参与较高的动机，大学本科生参与体育活动的频率和程度也越高，说明大学生体育参与动机与参与行为之间存在一种很强的正向关系.

大学管理者应该考虑相关体育课程设置和体育参与干预措施如何激发学生体育参与动机和提高学生体育参与的自我效能感.这样不仅有助于提高大学生体育参与率，而且有助于实现本科生的体育活动参与满意度和心理健康[14].具体来说，可以采取以下措施：一是教师在教学过程中应该采取差异化的教学方法和标准，由于个体身体素质和运动能力的差异，表现差的学生可能会感觉到力不从心，从而降低体育参与自我效能感.教师在体育教学中，要摸清学生的个体差异，针对不同学生采取不同的教学方法，诱导学生积极的体育参与情绪.二是合理利用动机迁移，培养学生的体育参与动机.部分同学对一些速度、力量和耐力要求较高的运动项目可能缺乏兴趣，而对趣味性、实用性较强的体育项目较感兴趣，学校体育管理者应该增加此类课程的开设，满足学生的选课需求，体育教师在体育教学过程中也应该将两类运动项目有效地结合起来，培养学生体育参与的兴趣和动机.三是发展体育俱乐部，形式各样的体育俱乐部能够满足大学生的好奇心，增强大学生的归属感，提高体育参与的内部动机[20]，从而提高大学生的体育参与水平.